WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 16 | 17 || 19 | 20 |   ...   | 31 |

t+n t+n-Экономическая интерпретация оценок коэффициентов ( ) предполагает, что коэффициенты имеют знак, соответствующий направлению изменения процентной ставки денежные власти для уменьшения разрыва между ожидаемым и целевым значением таргетируемого параметра (например, «плюс» – для коэффициентов при инфляции и выпуске). Статистическая значимость нескольких коэффициентов означает, что денежные власти стараются учитывать в своей политике сразу несколько целей, другими словами, в базовом случае таргетирование инфляции осуществляется с учетом ожидаемых изменений в выпуске. В зависимости от абсолютного значения коэффициента выделяют два режима политики денежных властей: 1) «адаптация» (,, < 1) – денежные власти реагируют изменением процентной ставки на отклонение таргетируемого показателя от целевого значения, но реакция недостаточна для достижения целевого значения; 2) «стабилизация» (,, > 1) – денежные власти изменяют процентную ставку при отклонении таргетируемого показателя от целевого значения на величину, достаточную для достижения целевого значения.

В качестве альтернативных целевых переменных мы будем рассматривать:

1) темпы изменения номинального курса национальной валюты к доллару США ( ER);

2) логарифм реального эффективного курса национальной валюты (рост данного показателя означает реальное удорожание национальной валюты, RER);

3) логарифм денежной массы М0 (М0);

4) логарифм денежной массы М1 (М1);

5) логарифм денежной массы М2 (М2);

6) логарифм резервных денег (H);

7) отношение золотовалютных резервов к резервным деньгам (RH).

Вся статистическая информация была взята из базы данных МВФ International Financial Statistics. Временные интервалы, на котором проводились оценки, совпадает с периодами, на которых проводился анализ влияния денег на реальный выпуск в части настоящей работы.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках 4.1. Таргетирование инфляции Польша Оценки уравнений для альтернативных целевых переменных, полученные с помощью обобщенного метода моментов, для Польши показаны в таблице 4.1. В качестве инструментальных переменных мы использовали: константу, первые четыре лага приращений индекса промышленного производства (реального ВВП), темпов прироста ИПЦ, темпов прироста курса злотого к доллару США, а также соответствующей целевой переменной. Таким образом, количество инструментальных переменных составляет 13 или 17. Горизонт целевых значений инфляции выбран равным 3 кварталам на основе сравнения статистических качеств (по информационным критериям) общих (без дополнительных возможных целевых переменных) моделей с разными вариантами инфляционного горизонта (от 1 до 4 кварталов).

Таблица 4.1.

JZ статистика -0.626 0.982 0.130 0.96 3.- - (-2.471) (1.738) (2.394) (21.628) (0.617) 0.392 -0.273 -0.075 -0.412 1.335 4.RER (-5.44) (2.944) (3.63) (0.016) (14.464) (0.840) -0.432 0.234 0.280 0.080 0.563 3.M(-4.153) (3.061) (6.678) (8.647) (8.096) (0.927) -0.103 0.337 0.023 0.076 0.902 4.H (-1.198) (1.675) (1.281) (1.898) (22.64) (0.845) -0.146 0.178 0.155 0.056 0.327 1.M(-2.412) (2.322) (9.645) (14.026) (2.793) (0.984) 0.059 0.170 -0.008 0.003 0.743 6.RH (3.186) (4.566) (-2.283) (1.578) (33.266) (0.561) 0.220 0.352 -0.042 -0.345 0.173 4. ER (3.021) (4.295) (-2.848) (-12.684) (1.637) (0.806) Примечание: в скобках под оцененными коэффициентами приведены t-статистики, в скобках под оценкой Jстатистики приведены значения P-value, рассчитанные при тестировании нулевой гипотезы о корректности выборе инструментов.

Как видно из представленных результатов, на 90% уровне значимости не отвергаются гипотезы о том, что неявными целями денежных властей являлись темпы прироста денежных агрегатов М0 или М1. При этом на основании численных оценок коэффициентов ( ) можно говорить, что политика Национального банка Польши была адаптационной. Так же как для России оценки коэффициента свидетельствуют о более высокой по сравнению с развитыми финансовыми рынками | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках волатильности (низкой инерционности) процентной ставки – значение коэффициента составляет 0,3–0,6, тогда как оценки Клариды, Гали и Гертлера для развитых стран достигают 0,90–0,9583).

Венгрия Для Венгрии расчеты производились на месячных данных. Мы провели проверку неявных ориентиров денежных властей как на всем доступном периоде, так и на двух выделенных подпериодах (см. раздел 3.1.1). Согласно тестам на единичный корень, ряд процентной ставки является нестационарным в уровнях, поэтому для Венгрии мы оценивали спецификацию модели в первых разностях.

При оценивании на всем периоде (1992:01 – 2002:09) горизонт целевых значений инфляции был выбран равным 12 на основании сравнения статистических критериев модели без альтернативной целевой переменной с горизонтами от 1 до 12 месяцев. В число инструментальных переменных включались по 6 лагов объясняющих переменных за исключением процента и константа.

На периоде 1992:01–1995:03 горизонт целевых значений инфляции был выбран равным 5 месяцам на основании критерия наименьшего значения J-статистики для модели без целевой переменной с варьированием горизонта целевых значений от 1 до месяцев. В качестве инструментов для первого подпериода выбирались по 3 лаговых значения объясняющих переменных. Аналогичным образом на периоде 1995:04– 2002:09 горизонт целевых значений инфляции для второго периода был выбран равным 6 месяцам. Инструментальные переменные включали по 4 лага всех объясняющих переменных.

Как видно из представленных результатов (таблица 4.2), на всем временном интервале наблюдений на 10% уровне отвергаются все рассмотренные спецификации уравнений. С наименьшей вероятностью (менее 15%) отвергается гипотеза о таргетировании денежными властями номинального курса форинта к доллару США, однако знаки коэффициентов противоречат предпосылкам, заложенным при спецификации модели. Аналогичные результаты (с наименьшей вероятностью отвергается гипотез об инфляционном таргетировании) получены и для первого подпериода (до марта 1995 года).

На втором подпериоде (с апреля 1995 года) на 10% уровне значимости не отвергается гипотеза о том, что в качестве неявных ориентиров денежных властей Clarida, Gali, Gertler, 1997.

| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Венгрии можно рассматривать динамику реального эффективного курса форинта, либо резервных денег. Однако и на данном подпериоде знаки и численные значения коэффициентов либо противоречат экономической логике, либо статистически не отличаются от нуля.

Таблица 4.2.

Z J-статистика Оценки на периоде 1992:01–2002:44.465 0.111 1.023 6.- - (-2.981) (-0.157) (11.364) (0.756) 0.35 -0.037 -2.937 0.499 11.RER (0.695) (-1.659) (-8.76) (8.811) (0.679) -2.98 -0.054 -0.822 0.745 9.M(-3.48) (-0.688) (-3.311) (7.405) (0.841) -3.007 0.027 -0.806 0.589 10.H (-4.563) (0.648) (-3.954) (4.014) (0.766) -0.8 -0.043 -0.396 -0.206 9. ER (-3.221) (-2.884) (-2.262) (-1.434) (0.864) -0.855 -0.056 0 -0.14 14.RH (-4.031) (-5.99) (-1.576) (-2.32) (0.502) Оценки на периоде 1992:01–1995:0.206 -0.026 -1.842 1.- - (1.517) (-0.699) (-1.263) (0.882) -0.991 -0.174 0.515 0.467 12.RER (-10.572) (-4.479) (2.131) (3.686) (0.054) 0.203 -0.083 -0.564 0.063 6.M(0.429) (-2.011) (-3.945) (0.284) (0.384) 0.264 -0.047 -0.081 -1.539 8.H (2.707) (-2.109) (-0.473) (-2.859) (0.198) 0.139 -0.027 0.141 -1.368 7. ER (3.272) (-1.328) (0.458) (-2.748) (0.267) 0.198 -0.032 0 -0.689 3.RH (1.963) (-0.78) (-1.534) (-2.296) (0.697) Оценки на периоде 1995:04–2002:0.082 3.086 0.98 4.- - (3.275) (1.531) (10.373) (0.44) 0.004 0.127 -5.25 0.646 3.RER (2.453) (1.281) (-3.52) (5.496) (0.923) 0.014 0.551 -0.867 0.896 6.M(2.807) (1.153) (-0.806) (4.624) (0.678) 0.003 0.011 -1.038 0.444 3.H (3.341) (0.22) (-5.723) (4.471) (0.93) 0.002 -0.017 -0.699 0.319 8. ER (0.443) (-0.42) (-2.687) (2.099) (0.519) 0.109 4.836 0.004 0.984 5.RH (2.74) (1.681) (2.035) (9.381) (0.828) Чехия | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Оценивание проводилось для месячных данных, на всем периоде наблюдений (1993:01–2002:10) и на двух подпериодах: 1993:01–1997:12 и 1998:01–2002:10.

Временной ряд процентной ставки согласно тестам имеет единичный корень. Горизонт целевых значений для данной модели на всем временном интервале был выбран равным 5 месяцам на основании сравнения статистических критериев модели без альтернативной целевой переменной с горизонтами от 1 до 12 месяцев. На первом подпериоде горизонт целевых значений инфляции составляет 4 месяца.

Инструментальные переменные, помимо константы, содержали по 4 лага объясняющих переменных, кроме процента по кредитам. На втором подпериоде целевой горизонт инфляции для второго периода был выбран равным одному месяцу на основании критерия наименьшего значения J- статистики для модели без целевой переменной при варьировании длины горизонта от 1 до 6 месяцев. Набор инструментальных переменных, помимо константы, включал в себя по 4 лага всех объясняющих переменных, за исключением процента по кредитам.

Результаты оценок представлены в таблице 4.3. На всем временном интервале на 90% уровне значимости не отвергаются спецификации моделей, включающих переменные реального эффективного курса кроны и изменений номинального курса кроны к доллару США, однако знаки коэффициентов противоположны тем, которые предполагаются при спецификации модели.

На первом подпериоде результаты указывают на возможность использования денежными властями Чехии в качестве неявных промежуточных целей изменения номинального курса кроны к доллару США, либо отношения золотовалютных резервов к резервным деньгам. Также на 5% уровне значимости не отвергается базовая спецификация, предполагающая инфляционное таргетирование. Во всех случаях речь идет об адаптационной политике по отношению к колебаниям инфляции и целевой переменной при «стабилизационной» реакции денежных властей на отклонения реального выпуска. При этом инерционность процентной ставки находится на низком уровне (0,2–0,5).

На втором подпериоде, принимая во внимание статистическую значимость и знаки коэффициентов, в качестве адекватной модели следует признать спецификацию, соответствующую таргетированию инфляции, что соответствует заявленному властями режиму денежно-кредитной политики в этот период.

Таблица 4.3.

Z J-статистика Оценки на периоде 1993:01–2002:| Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках Z J-статистика -0.034 -2.358 0.803 6.- - (-1.936) (-2.165) (10.035) (0.786) -0.015 -0.806 -6.56 0.624 7.RER (-1.865) (-1.24) (-0.843) (7.328) (0.932) 0.294 -0.38 -4.087 0.27 9.M(0.102) (-1.462) (-3.81) (3.973) (0.865) -0.020 -1.898 -1.2 0.69 8.H (-2.144) (-2.385) (-0.453) (8.803) (0.898) -0.034 -0.905 -3.543 0.722 9.M(-3.638) (-0.987) (-1.111) (9.285) (0.866) -0.026 -0.372 -0.003 0.455 9.RH (-4.196) (-0.784) (-3.429) (6.279) (0.847) -0.045 -2.851 3.355 0.832 8. ER (-4.593) (-3.164) (1.227) (27.174) (0.91) Оценки на периоде 1993:01–1997:0.019 0.974 0.285 2.- - (2.303) (2.012) (3.583) (0.976) -0.019 -0.053 -8.5 0.047 3.RER (-4.188) (-0.192) (-1.791) (0.795) (0.964) -0.015 -0.942 -1.422 0.343 4.M(-2.643) (-2.071) (-1.267) (8.21) (0.905) -0.022 0.315 -1.718 0.118 6.H (-2.884) (0.606) (-1.128) (2.106) (0.724) -0.008 -0.667 -3.92 0.277 8.M(-2.317) (-3.228) (-5.723) (5.794) (0.513) 0.026 1.127 -0.001 0.197 2.RH (3.001) (1.916) (-3.434) (3.404) (0.986) 0.030 1.201 1.032 0.525 3. ER (4.709) (1.85) (-0.474) (12.954) (0.926) Оценки на периоде 1998:01–2002:0.309 0.17 1.011 1.- - (0.616) (0.006) (11.314) (0.98) 0.073 -0.777 -14.172 1.14 6.RER (-2.728) (0.506) (0.811) (14.428) (0.679) 0.003 0.473 -7.02 0.426 3.M(0.397) (0.718) (-2.931) (4.618) (0.917) 0.021 -1.537 -7.136 0.909 2.H (0.494) (-0.467) (-0.545) (15.278) (0.979) 0.032 -1.358 -2.694 0.67 5.M(3.214) (-1.58) (-0.664) (7.857) (0.766) -0.199 3.516 -0.013 0.918 2.RH (-2.482) (1.135) (-1.685) (14.575) (0.974) 0.024 -1.342 1.145 0.861 5. ER (0.766) (-0.918) (0.229) (15.082) (0.805) Казахстан Для Казахстана оценивание производилось для квартальных данных. Поскольку тест на стационарность для процентной ставки выявил стационарность переменной в уровнях, оценки были получены для базовой спецификации модели. При этом целевой | Институт экономики переходного периода www.iet.ru Сравнительный анализ денежно-кредитной политики в переходных экономиках горизонт инфляции был принят равным трем кварталам на основании критерия наименьшего значения J-статистики для модели без альтернативной целевой переменной при варьировании горизонта от 1 до 4 периодов. Число инструментальных переменных определялось числом включенных лаговых значений объясняющих переменных, которое было выбрано равным 4. Результаты оценки коэффициентов представлены в таблице 4.4. Во всех случаях предложенная спецификация модели была отвергнута как неадекватная данным, по крайне мере, на 15% уровне значимости.

Таблица 4.4.

JZ статистика 0.009 -1,117 -0.003 0.894 2.- - (0.941) (-3.308) (-0.836) (25.069) (0.749) 0.004 -0.296 -0.003 -0.067 0.821 4.RER (1.51) (-1.771) (-1.825) (-2.321) (21.988) (0.807) 0.010 -0.219 0.022 -0.097 0.818 5.M(1.992) (-1.074) (4.877) (-3.947) (13.916) (0.715) 0.358 -12.898 0.224 -3.599 0.981 4.H (4.899) (-6.789) (3.912) (-10.408) (13.809) (0.837) 0.045 -2.073 0.044 -0.346 0.931 4.M(19.253) (-43.455) (47.689) (-23.174) (129.066) (0.804) 0.097 -7.527 0.157 0.539 0.973 5.RH (2.95) (-19.273) (8.615) (14.371) (31.169) (0.757) 0.384 -0.046 -0.002 0.058 0.788 4. ER (0.147) (-0.453) (-1.118) (3.071) (23.537) (0.796) * * * Суммируя полученные результаты для стран, придерживавшихся режима таргетирования инфляции, можно отметить, что гипотеза о рассмотрении инфляции в качестве промежуточной цели денежных властей находит подтверждение лишь в случае Чехии. Денежные власти Венгрии и Польши в качестве неявных целей рассматривали, скорее, динамику денежных агрегатов или реального курса национальной валюты. Гипотеза о неявном таргетировании курса национальной валюты или обеспеченности резервных денег золотовалютными резервами не отвергается также для Чехии на первом этапе реформ. Отсутствие статистически значимых оценок для Казахстана может объясняться, на наш взгляд, слишком малым числом наблюдений для использования обобщенного метода моментов.

Pages:     | 1 |   ...   | 16 | 17 || 19 | 20 |   ...   | 31 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.